REE 20(2) Riobamba may. - ago 2026
cc
BY NC ND
73
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
74
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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75
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tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
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Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
77
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ISSN-digital 2661-6742
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
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universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Ítem
Relevancia
Representatividad
Claridad
X(DE)
V(Low-
Up)
X(DE)
V(Low-
Up)
X(DE) V(Low-Up)
1
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
2
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
4
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
5
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
6
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
7
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
8
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
9
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
10
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
11
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
12
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
13 2,67(0,52)
0,89(0,67-
0,97) 3(0) 1(0,82-1) 3(0) 1(0,82-1)
14
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
15
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
16
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
17
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
18
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
19
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
20
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
21
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
22
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
23
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
24
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
3(0)
1(0,82-1)
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Ítem
Media
Med,
DE
As
K
Rit-c
F1
F2
Uni,
1
1,00
1,00
1,01
0,90
0,49
0,64
0,45
0,56
2
0
0,83
1,09
1,17
0,38
0,7
0,81
0,36
3
1,00
1.21
1,09
0,65
-0,34
0,75
0,64
0,37
4
0
0,8
0,96
0,98
0,07
0,69
0,86
0,36
5
1,00
0,85
1,06
1,22
0,86
0,81
0,62
0,28
6
1,00
1,11
1,23
0,96
-0,10
0,71
0,82
0,35
7
0
0,61
0,96
1,61
1,96
0,84
0,54
0,25
8
0
0,78
1,05
1,37
1,22
0,81
0,77
0,23
9
0
0,58
0,87
1,54
1,87
0,8
0,499
0,34
10
0
0,75
0,96
1,26
1,28
0,72
0,65
0,46
11
0
0,59
0,93
1,69
2,55
0,61
0,527
0,61
12
0
0,48
0,83
1,87
3,31
0,81
0,66
0,32
13
1,00
0,83
1,02
1,17
0,69
0,67
0,42
0,54
14
0
0,38
0,77
2,46
6,66
0,81
0,67
0,30
15
0
0,62
0,98
1,60
1,78
0,79
0,66
0,35
16
0
0,43
0,83
2,17
4,67
0,73
0,90
0,36
17
1,00
0,92
1,11
1,17
0,67
0,56
0,4
0,68
18
0
0,64
0,97
1,64
2,29
0,83
0,66
0,28
19
0
0,46
0,85
2,08
3,96
0,82
0,87
0,25
20
0
0,45
0,81
2,04
4,17
0,83
0,87
0,24
21
0
0,53
0,91
1,88
3,25
0,8
0,83
0,28
22
0
0,52
0,87
1,69
2,18
0,83
0,84
0,23
23
0
0,54
0,91
1,84
2,88
0,8
0,71
0,32
24
0
0,41
0,81
2,15
4,44
0,77
0,95
0,29
Nota: As es asimetría, K es curtosis, Rit-c es la relación ítem test corregida y Uni. es unicidad. El método
de extracción “Factorización según el eje principal” se usó en combinación con una rotación “oblimin”
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
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Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Modelo TLI CFI GFI NFI SRMR RMSEA
RMSEA
IC %
1 1.000 1.000 1.000 1.000 0,019 0,014 0,000-
0,027
2 1.000 1.000 0,999 0,999 0,024 0,057 0,050-
0,064
3 0,999 0,999 0,999 0,999 0,031 0,081 0,074-
0,087
Figura 1. Modelo unidimensional
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
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En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Modelo Omega de McDonal Alfa de Cronbach
4 factores
DP=0,959 IC 95 %
0,952-0,966
DP=0,958 IC 95 %
0,951-0,965
PE=0,955 IC95 %
0,948-0,963
PE=0,956 IC95 %
0,947-0,963
CC=0,965 IC95 %
0,959-0,971
CC=0,965 IC95 %
0,958-0,971
IF=0,963 IC95 %
0,957-0,969
IF=0,958 IC95 %
0,951-0,965
Unidimensional =0,987 IC95 % 0,985-
0,989
=0,987 IC95 % 0,985-
0,989
2 factores
F1=0,968 IC95 %
0,963-0,974
F1=0,968 IC95 %
0,963-0,973
F2=0,983 IC95 %
0,980-0,985
F2=0,982 IC9 % 0,979-
0,985
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
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Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
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resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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84
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ISSN-digital 2661-6742
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
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BY NC ND
85
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Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
86
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
87
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
88
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
Propiedades psicométricas de una escala de cribado para el trastorno dismórfico corporal (EDC)
Psychometric properties of a screening scale for body dysmorphic disorder (EDC)
https://doi.org/10.37135/ee.04.26.05
Autores:
Mayerli Choque Garcia - https://orcid.org/0009-0000-0812-1737
Rosario del Pilar Quispe Mamani - https://orcid.org/0009-0005-8796-3962
Rita Cordova Soncco - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
Universidad Peruana Unión, Escuela Profesional de Psicología, Juliaca-Perú
Autor de correspondencia: Mayerli Choque Garcia. Universidad Peruana Unión-sede Juliaca. Dirección
postal: Jr. Tulipán s/n Puno, Perú. Email: mayerlichoque@upeu.edu.pe,. Teléfono: +51 931629872
Recibido: 31 de octubre de 2025 Aceptado: 26 de febrero de 2026
RESUMEN
Se realizo el diseño y análisis de las propiedades psicométricas de una escala para el trastorno dismórfico
corporal (EDC) en jóvenes estudiantes. La muestra consiste en 630 estudiantes de 18 a 21 años de edad,
en donde 49,21 % es de género femenino y 50,79 % masculino. La metodología empleada es diseño no
experimental, enfoque cuantitativo, corte transversal y tipo instrumental psicométrico. Los resultados
obtenidos demuestran la validez de contenido con V de Aiken de 0,998. En la validez de constructo, el
AFE obtuvo un KMO = 0,939 y una varianza explicada del 63,6 %, brindando una estructura de dos
factores. Sin embargo, en el AFC se propuso tres modelos, optando por el modelo unidimensional siendo
el más adecuado, con índices de ajuste óptimos (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031, RMSEA = 0,081).
baremación de forma diferenciada por género con puntajes en rangos percentiles y en categorías como: sin
problema, leve, moderado y severo. De tal manera el instrumento EDC cuenta con adecuados niveles de
validez de contenido, constructo y confiabilidad por consistencia interna.
Palabras clave: trastorno dismórfico corporal, distorsión de la percepción, dismorfia, imagen corporal.
ABSTRACT
The design and analysis of the psychometric properties of a scale for body dysmorphic disorder (EDC) in
young students was carried out. The sample consisted of 630 students aged 18 to 21 years, where 49.21 %
were female and 50.79 % male. The methodology used was a non-experimental design, quantitative
approach, cross-sectional, and instrumental psychometric type. The results obtained demonstrate content
validity with an Aiken's V of 0.998. In construct validity, the AFE obtained a KMO = 0.939 and an explained
variance of 63.6 %, providing a two-factor structure. However, three models were proposed in the AFC,
opting for the unidimensional model being the most appropriate, with optimal fit indices (CFI = 0.999,
in percentile ranges and in categories such as: no problem, mild, moderate and severe. Thus, the EDC
instrument has adequate levels of content and construct validity and reliability by internal consistency.
Keywords: Body Dysmorphic Disorder, Perceptual Distortion, Dysmorphia, Body Image.
INTRODUCCIÓN
En el contexto actual, la salud mental ha adquirido una creciente relevancia, especialmente en la población
joven entre los 15 y 29 años, etapa caracterizada por demandas académicas, sociales y personales que
incrementan la vulnerabilidad a trastornos mentales.
(1)
Este rango representa aproximadamente el 23,8 %
de la población total, y en el contexto peruano evidencia una prevalencia significativa de sintomatología
ansiosa y depresiva en estudiantes de educación superior.
(2)
Se ha evidenciado un incremento en la búsqueda
de procedimientos y modificaciones estéticas por parte de la población joven sugiriendo la presencia de
problemáticas asociadas a la autoimagen y estándares de belleza actuales.
(3)
La falta de abordaje oportuno
de estas condiciones puede generar consecuencias persistentes, limitando el bienestar y el desarrollo integral
a lo largo del ciclo vital.
(4)
En este escenario, el trastorno dismórfico corporal (TDC) ha cobrado especial atención clínica y académica.
Phillips y Stein
(5)
lo describen como una preocupación excesiva por defectos físicos percibidos, que conlleva
conductas repetitivas como la verificación constante frente al espejo, evitación de la propia imagen,
comparación social y estrategias de camuflaje del supuesto defecto. Estas manifestaciones no solo afectan
la percepción individual, sino también la interacción social, al generarse creencias de juicio o burla por parte de
otros. Los reportes estadísticos internacionales indican que aproximadamente el 86 % del total de intervenciones
estéticas se realizan en mujeres.
(6)
La literatura científica sugiere que esta desproporción está fuertemente
impulsada por la presión sociocultural para alcanzar estándares de belleza inalcanzables, incrementando
significativamente la insatisfacción corporal en este grupo demográfico.
(3)
Camacho-Laraña, et al., han
identificado diferencias de género significativas en las preocupaciones corporales: mientras los hombres
tienden a centrarse en aspectos como la musculatura, el cabello o los genitales, las mujeres focalizan su
atención en el peso, la piel y el abdomen.
(7)
En esta misma línea, Giraldo-O'Meara y Belloch asocian estas
preocupaciones con consecuencias psicosociales relevantes, evidenciando un alto grado de deterioro e
importantes dificultades en la vida laboral, relacional y familiar del individuo.
(8)
En cuanto a su evaluación, diversos instrumentos han sido desarrollados para medir tanto la sintomatología
como la gravedad del TDC. Para valoración de síntomas en Colombia estandarizaron el cuestionario de la
figura corporal (BSQ) que mide el nivel de angustia que puede generar el aumento de peso y la imagen
corporal, sirve para detectar a las personas en riesgo de desarrollar un trastorno de este tipo. Cuenta con 34
ítems divididos en dimensiones: insatisfacción corporal y preocupación por el peso, con escala de respuesta
tipo Likert de 6 puntos, se aplicó a 1939 niñas, preadolescentes y adolescentes escolarizadas de 9 a 19 años.
(9)
Para la medición de la gravedad de los síntomas, se empleó el Cuestionario de Preocupación Dismórfica
(DCQ) donde evalúa los componentes cognitivos y conductuales derivados de una preocupación excesiva
por defectos físicos percibidos. La escala es unidimensional y consta de 7 ítems, los cuales se valoran
mediante un formato de respuesta tipo Likert de 4 puntos. Se aplicó a 57 pacientes con TDC y a 244 estudiantes
universitarios ambos de Australia.
(10)
Por último, la escala de síntomas del TDC (BDD-SS) evalúa la gravedad
de los síntomas, conductas desadaptativas, incluidos rituales y de evitación y cogniciones disfuncionales.
Consta de 54 ítems en 7 dimensiones las cuales son comprobación, aseo, peso/forma, recoger/despuntar,
evitación, quirúrgico/dermatológico y cogniciones con tipo de respuesta dicotómica (sí/no), tiene una valoración
del 0 (sin problemas) al 10 (muy grave). Dicha investigación se aplicó a 99 adultos estadounidenses en rango
de edad de 18 a más con un diagnóstico del TDC.
(11)
Desde una perspectiva histórica, el TDC ha sido conceptualizado de diversas formas desde el siglo XIX,
inicialmente asociado a fobias u obsesiones. Morselli introdujo el término “dismorfofobia” para describir la
preocupación por defectos físicos percibidos.
(12)
Posteriormente, la Asociación Americana de Psiquiatría lo
incorporó como trastorno dismórfico corporal en el DSM, definiéndolo como una preocupación persistente
por imperfecciones no observables o mínimas, que genera malestar significativo y deterioro funcional.
(13)
De
manera complementaria, la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-10) lo ubica dentro de los
trastornos somatomorfos, destacando la presencia de conductas repetitivas y pensamientos intrusivos asociados
a la apariencia.
(14)
La comprensión del TDC se sustenta en el modelo de la imagen corporal, el cual integra componentes
perceptivos, cognitivo-afectivos y conductuales los cuales según Cash et al.
(15)
estas dimensiones configuran
la manera en que el individuo percibe, interpreta y actúa respecto a su cuerpo, pudiendo generar distorsiones
como la sobreestimación o subestimación de sus características físicas. Estas alteraciones se asocian a diver-
sas consecuencias psicológicas, incluyendo ansiedad, depresión, aislamiento social y riesgo de desarrollar
otros trastornos mentales.
(16)
Asimismo, el desarrollo y mantenimiento del TDC está influenciado por factores predisponentes y contextuales.
Entre ellos, destacan los factores socioculturales que promueven ideales de belleza poco realistas, así como
la influencia del entorno familiar y social en la internalización de estándares físicos.
(15,17)
A ello se suma el
impacto de los medios de comunicación y redes sociales, que refuerzan modelos corporales idealizados y
favorecen la comparación social constante.
(17)
Estos elementos pueden activar y mantener esquemas cognitivos
disfuncionales, impulsando conductas orientadas a modificar la apariencia, incluso mediante prácticas
riesgosas.
(18)
En este marco, el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk citado por Santos
(19)
proporciona una base
explicativa sólida, al plantear que la autopercepción negativa de la imagen corporal se construye a partir de
sesgos cognitivos que afectan el procesamiento de la información. Esto se traduce en pensamientos intrusivos,
conductas compulsivas y respuestas emocionales desadaptativas. De manera complementaria Phillips
(20,21)
enfatiza la interacción entre distorsión perceptiva, pensamientos disfuncionales y conductas ritualizadas, las
cuales impactan significativamente en el funcionamiento cotidiano del individuo.
Si bien existen instrumentos consolidados para la evaluación del Trastorno Dismórfico Corporal, la mayoría
de estos presentan limitaciones metodológicas para el contexto actual. Primeramente, fueron desarrollados
en contextos clínicos internacionales enfocándose en la severidad sintomatológica de pacientes que ya contaban
con el trastorno, lo cual limita su utilidad como herramientas de detección temprana en población general.
Segundo, adaptar una escala extranjera suele forzar conceptos anglosajones a nuestra realidad, se busca aportar
originalidad científica mediante el desarrollo de una nueva escala (EDC) construida desde un enfoque émico,
debido a que la percepción de la imagen corporal y los ideales estéticos están fuertemente determinados por
factores socioculturales, contextuales y lingüísticos. En este sentido, las particularidades culturales y sociales
de la población puneña pueden influir en la forma en que se experimenta y expresa el malestar asociado al
TDC. En consecuencia, se justifica la necesidad de construir y validar una escala que permita la detección
del trastorno dismórfico corporal en estudiantes de educación superior de la región de Puno. Este aporte
busca no solo fortalecer la evaluación clínica y preventiva, sino también contribuir al desarrollo de
instrumentos contextualizados que respondan a las características propias de la población.
Por ello, como objetivo principal de nuestra investigación fue diseñar y analizar las propiedades psicométricas
de la escala para el trastorno dismórfico corporal (EDC) en estudiantes de educación superior de la región de
Puno. Como objetivos específicos, se planteó evaluar evidencias de validez de contenido, validez de constructo
y analizar la confiabilidad por consistencia interna del instrumento propuesto.
MATERIAL Y MÉTODOS
Esta investigación se desarrolló con un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de corte transversal
y tipo instrumental psicométrico.
(22)
La población objeto son estudiantes de educación superior de la región de Puno, Perú. Con un total de 630
estudiante que oscilan entre las edades de 18 a 21 años, donde 310 son de sexo femenino y 320 del sexo
masculino.
(23)
El instrumento es de 24 ítems siendo unidimensional, y tiene como objetivo evaluar la sintomatología del
trastorno dismórfico corporal (TDC); se constituye por reactivo de tipo Likert con valores que van desde
nunca/nada (0), raramente/poco (1), a veces/más o menos (2), frecuentemente/mucho (3), siempre/totalmente (4).
La revisión del instrumento fue por 6 jueces expertos que revisaron claridad, importancia del ítems y
representatividad dentro del constructo en una escala valorativa entre 0 = no presenta a 3 = refleja el criterio
excelentemente; estas puntuaciones por cada ítem fueron procesadas usando la fórmula de Penfiel &
Giaccobbi
(24)
a un nivel de confianza del 95 %, sin embargo, el criterio de elegibilidad de ítems “válidos” fue
el liberal que precisa valores “Low” superiores a 0,5.
(25)
Para el análisis centrado en el constructo, se optó por
dividir la escala en dos partes homogéneas, la primera parte (n1 = 315) para analizar exploratoriamente el
test y el segundo (n2 = 315) para confirmar la estructura por AFC por recomendaciones de Anderson &
Gerbing así como por Brown.
(26)
Antes del análisis factorial exploratorio se optó por revisar el cumplimiento
de supuestos como linealidad, normalidad y ausencia de multicolinealidad, así mismo, se usó el método de
factorización por ejes principales, con rotación oblicua-oblimin con rotación policórica,
(23,27)
todo ello usando
el programa JASP.
(28)
Para el AFC, así como para la correlación ítem-test corregida se optó por el programa
Rstudio
(29)
que nos permitió analizar el test con estimador “WLSMV” robusto así como matrices policóricas
por tratarse de variables ordinales y rotación oblicua. Para el análisis de confiabilidad por consistencia interna
(30)
se optó por reportar tanto alfa de Cronbach como Omega de McDonal.
(31)
Se garantizó el cumplimiento de las normas éticas mediante la obtención del consentimiento informado del
100 % de los participantes, asegurando su comprensión y participación voluntaria. La investigación se realizó
bajo las directrices del Comité de Ética de la Facultad de Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana
Unión, aprobado mediante el expediente 2025-CEB-FCS-UPeU-0106, garantizado los derechos y el bienestar
de los participantes.
RESULTADOS
En los análisis sociodemográficos, se optó por dividir la data de 630 personas en dos submuestras homogéneas
para cada análisis (AFE y AFC). Por ejemplo, el 58 % de la primera y segunda submuestra poseen edades
entre 18 a 21 años, el 25 a 30 %, entre 22 a 25 años, mientras que el 11 a 16 % en cada submuestra se encontró
a sujetos con 26 a 29 años. En cuanto al sexo, se encontró en la primera submuestra a 59,7 % mujeres y 38,7 %
en la segunda submuestra. En cuanto al estado civil, el 61,6 % y 80,6 % en la primera y segunda submuestra
se encuentran solteros, mientras que el 27,9 % y 13,4 % en ambas submuestras respectivamente, se encuentran
en una relación sentimental. Respecto al grado de instrucción, el 89,2 % en la primera submuestra son
universitarios, mientras que el 91,4 % en la segunda submuestra son estudiantes de carreras técnicas.
Finalmente, el 37,1 % en la primera y 60,6 % en la segunda submuestra viven con sus padres, y el 43,8 %
y 23,8 % respectivamente, viven solos.
La validez de contenido tiene resultados V de Aiken con respectivos intervalos de confianza al 95 % entre 3
criterios por cada ítem a partir de la revisión por 6 expertos. La mayoría de los ítems han demostrado medias
de 3 con 0 desviaciones estándar, algo que refleja unanimidad de las puntuaciones en el máximo valor posible
en el formato de validez, aunado a ello, sus intervalos de confianza oscilan entre 0,82 a 1, válidos desde una
perspectiva liberal
(25)
por su intervalo “Low” superior a 0,50; no obstante, el ítem 13 presentó un intervalo
limítrofe en el criterio relevancia (tabla 1).
Tabla 1. V de Aiken (IC95 %, n=6)
El análisis preliminar de los ítems con la primera parte de la data (n = 315). Se encontró que la tendencia de
los sujetos en el test es marcar entre 0 y 1 (Nunca y casi nunca) vistos en la media y mediana. Las desviaciones
estándar reflejan desviaciones muy pequeñas de hasta 1.2. En cuanto a la asimetría y curtosis, usada para
verificar “normalidad univariada”
(23)
se encontraron ítems con desviaciones de normalidad (As y K > ± 1,5)
como por ejemplo 7, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 18, 19, 20, 21, 22, 23 y 24). Al examinar las correlaciones “ítem
test corregido” basadas en matrices, encontramos coeficientes entre 0,56 a 0,84, adecuados y que reflejan una
esperada relación. Con la misma data se obtiene una estructura sugerida por el AFE, se encontró una solución
de dos factores que explican el 63,6 % de la varianza (F1=59,5% y 4,1%). Los 24 ítems se posicionaron en
un solo factor, por ejemplo, los ítems 1 al 8 se agruparon en el F1 y los ítems 9 al 24 en el factor 2. Este resultado
es interpretable (KMO=0,939; p= 0,000) debido a correlaciones entre ítems que permiten la factorización
(tabla 2).
Tabla 2. Análisis descriptivo
Se utilizó una segunda muestra de 315 sujetos para confirmar la estructura interna. Se comprobaron 3 modelos,
la primera en base a lo esperado teóricamente con 4 dimensiones; este modelo, si bien es cierto presenta
“esperados índices de ajuste” casi perfectos y residuos bajos, sin embargo, las cargas factoriales son elevadas
con valores que oscilan entre 0,90 (F4 con F1) y un máximo de 0,98 (F3 con F2). Otras correlaciones notables
son de 0,96 (F1 con F2, e F4 con F3) y 0,95 (F4 con F2, y F1 con F3, no satisface en cuanto a las covarianzas
entre factores, pues se observa solapamientos considerables entre factores que alarman multicolinealidad
entre factores. Por ende, se comprueba el modelo derivado por el AFE, aunque el modelo de dos factores
presentó índices de ajuste aceptables, la correlación inter-factorial resultó ser excepcionalmente alta (r = 0,952)
indicando redundancia sustancial entre dimensiones. Por ello se opta por el tercer modelo (ver figura 1)
unidimensional “debido a las covarianzas altas mencionadas anteriormente, y se encuentra cargas factoriales
esperadas con residuos bajos, modelo que entre los tres es el mejor (CFI = 0,999, TLI = 0,999, SRMR = 0,031
y RMSEA = 0,081) (tabla 3).
Tabla 3. Índices de ajuste de modelo
En la figura 1 representa el modelo óptimo seleccionado mediante el principio estadístico de parsimonia. El
círculo superior representa el factor general único que explica la varianza del constructo, evitando la
sobreparametrización de los modelos previos. Todos los parámetros siguen siendo significativos (p < 0,001).
En cuanto a la confiabilidad se evidencia que todos los factores en los 3 modelos propuestos, alcanzan valores
alfa y omega superiores a 0,8 con intervalos de confianza igual de altos. Entonces, podemos inferir que los 3
modelos, en especial el modelo unidimensional, reportan esperados índices de confiabilidad (tabla 4).
Tabla 4. Confiabilidad por consistencia interna de los 3 modelos
Para evaluar la equivalencia del instrumento según el género, se comprobó mediante el análisis de invarianza
factorial multigrupo se realizó un análisis de invarianza factorial multigrupo. Los resultados mostraron que
la estructura unidimensional es equivalente para hombres y mujeres (CFI = 0,975; RMSEA = 0,092). Al
imponer restricciones de igualdad en las cargas factoriales, los índices de ajuste mostraron una mejora
perfectamente
los rangos percentiles (25, 50 y 75), revelando que el puntaje total obtuvo una media de 21,2 (DE = 20,5),
con un rango que varía de 0 a 96. Adicionalmente, se identificaron diferencias significativas en la distribución
de las puntuaciones por género (Test U p = 0,001), con las mujeres obteniendo una puntuación media más
alta (25,3) en comparación con los hombres (17,4), esto confirma que se requieren puntajes más altos para
alcanzar los rangos superiores por lo cual se optó por realizar baremos diferenciados.
Visualizando la figura 2 se puede encontrar la categorización en niveles de severidad: Sin Problema, Leve,
Moderado y Severo, correspondiendo a un rango percentil específico, basando la interpretación de estos en
la combinación de la presencia e intensidad de los síntomas, siendo medidos por el puntaje total de la escala
y un especificador clínico cualitativo clave tanto en el DSM-5 y CIE-10.
(32)
Figura 2. Baremación y Categorización de puntajes de la escala unidimensional
La categoría “Sin problema” que consta de un puntaje bajo o mínimo, indica que la persona no presenta una
preocupación mínima o nula por su apariencia y hay ausencia de malestar clínicamente significativo o un
deterioro funcional; no cumpliendo criterios diagnósticos mencionados tanto de la CIE-10 como del DSM-5.
Así mismo, en la categoría “Leve” que incluye puntajes bajos a moderados, representan una fase de riesgo,
es decir, reportan algunos síntomas de preocupación, pero sin el suficiente impacto funcional para calificar
como un trastorno. En la categoría “Moderado” comprende los puntajes moderados a altos ya que, en este
nivel la intensidad de los síntomas y el malestar son notables, comienza a interferir en su vida social, laboral
o académica significativas. Finalmente, la categoría “Severo”, este nivel reporta una preocupación fija e
inamovible que la persona ya no puede distinguir entre su percepción y la realidad, hay un deterioro marcado
en varias áreas de su vida significativamente; se cumple plenamente con los criterios de malestar y deterioro
funcional, siendo de relevancia clínica alta.
(13,14)
DISCUSIÓN
Los resultados del presente estudio evidencian que la escala desarrollada presenta adecuadas propiedades
psicométricas en términos de validez y confiabilidad. En relación con la validez de contenido, el coeficiente
V de Aiken alcanzó valores entre 0,82 y 1, con una media global de 1,00, lo que indica un alto nivel de
concordancia entre jueces expertos respecto a la claridad, relevancia y representatividad de los ítems. Estos
resultados superan los puntos de corte sugeridos por Merino y Livia
(25)
y Ventura,
(24)
respaldando la pertinencia
del contenido del instrumento.
En relación con la validez de constructo, el análisis factorial exploratorio (AFE) indicó una adecuada
factorización de los ítems (KMO = 0,939; p < 0,001) y una varianza explicada del 63,6 %, distribuyéndose
inicialmente en dos factores altamente correlacionados. Se analizo distintos modelos mediante el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC), se evaluaron tres estructuras (de cuatro, dos y una dimensión), encontrándose
que, aunque los modelos multidimensionales presentaron índices de ajuste aceptables, las covarianzas elevadas
entre los factores evidenciaron redundancia conceptual. Por tal motivo, se determinó que la estructura
unidimensional era la más adecuada, por su ajuste estadístico optimo (CFI = 0,999; TLI = 0,999; SRMR = 0,031;
RMSEA = 0,081). Al contrastar los hallazgos con la investigación titulada “Alteraciones relacionadas con la
imagen corporal: Adaptación y validación de instrumentos de evaluación”, en donde Body Image Avoidance
Questionnaire (BIAQ) presento adecuados niveles de ajuste, con CFI = 0,93, TLI = 0,91 y RMSEA = 0,05.
(33)
Es preciso problematizar que en dicho estudio así como en el modelo de dos factores explorado en esta
investigación las dimensiones presentaron una covarianza sustancial. En nuestro caso, la correlación
inter-factorial de 0,952 sugiere que, aunque estadísticamente se pueden forzar dos grupos de ítems, teóricamente
representan un mismo constructo subyacente. Esta alta correlación indica una redundancia semántica que, si
bien eleva la consistencia interna, también conlleva un riesgo de inflación por especificidad inflada.
Por otro lado, debe discutirse el valor del RMSEA (0,081) obtenido en el modelo final. Aunque se sitúa en el
límite de lo aceptable, este indicador debe interpretarse de manera holística junto al CFI y TLI (0,999). Autores
como Browne y Cudeck
(34)
y MacCallum et al.
(35)
señalan que el RMSEA tiende a sobredimensionar el error
en modelos con una estructura simple y datos ordinales tratados con estimadores robustos. Por tanto, se optó
por la solución unidimensional por el principio de parsimonia, en un contexto de cribado para población
universitaria puneña, un modelo de un solo factor ofrece mayor claridad diagnóstica y evita la
sobreparametrización innecesaria que presentan los modelos multidimensionales con correlaciones
casi perfectas mencionado por Reise et al.
(36)
lo que evidencia una fuerte homogeneidad entre los ítems. Estos resultados respaldan la fiabilidad del instru-
mento y son superiores a los reportados en adaptaciones previas o similares. Similar resultado se obtuvo en
el cuestionario de la figura corporal (BSQ) con un alfa de Cronbach de 0,95.
(9)
En conjunto dichos hallazgos
confirman que la EDC es una escala unidimensional, valida y confiable que permite evaluar de forma precisa
el trastorno dismórfico corporal.
Desde el plano teórico, los resultados respaldan la conceptualización unidimensional del trastorno dismórfico
corporal, en concordancia con el modelo cognitivo-conductual de Cash y Pruzinsk,
(15)
el cual plantea que la
percepción, cognición y conducta asociadas a la imagen corporal forman parte de un sistema integrado. De
igual manera, Phillips
(20,21)
sostiene que las distorsiones perceptivas, pensamientos disfuncionales y conductas
compulsivas no operan de manera independiente, sino como manifestaciones de un mismo constructo subyacente,
lo cual refuerza la coherencia teórica del modelo propuesto.
Por otro lado, los baremos realizados mediante percentiles (25, 50 y 75) y su diferenciación por género
constituye un aporte relevante, ya que facilita la interpretación clínica del instrumento.
(37)
No obstante, se
realizó el análisis de invarianza factorial multigrupo de manera secuencial los modelos configuracional,
métrico y escalar. Siguiendo las recomendaciones de Chen
(38)
y Cheung y Rensvold
(39)
se consideró evidencia
Entre las limitaciones del estudio, además de la posible redundancia de ítems, se identifica la escasez de
investigaciones centradas en la construcción de instrumentos en este campo, lo que restringe las posibilidades
de comparación.
Finalmente, se recomienda que futuras investigaciones validen la escala en distintos contextos culturales y
lingüísticos, incluyendo poblaciones quechua y aimara hablantes. Asimismo, se sugiere contrastar la escala
con otros instrumentos validados que midan constructos relacionados, a fin de fortalecer su validez convergente
y discriminante.
CONCLUSIONES
La presente investigación logró diseñar y validar la Escala para el Trastorno Dismórfico Corporal (EDC),
demostrando unas excelentes propiedades psicométricas con una estructura factorial unidimensional y alta
consistencia interna, lo que respalda su validez y fiabilidad para detectar el malestar asociado a la imagen
corporal. Este instrumento representara un avance significativo en la evaluación del TDC, al ofrecer una
herramienta que permite identificar distintos niveles de severidad y diferencias por género. Asimismo, su
aplicación en ámbitos académicos y clínicos contribuirá notablemente al fortalecimiento de la investigación
psicológica, la promoción de la salud mental y el desarrollo de estrategias preventivas que fomenten la
autoaceptación y el bienestar integral en la población juvenil.
Financiamiento: La investigación fue autofinanciada, sin recibir respaldo financiero de instituciones exter-
nas. Todos los gastos relacionados con la ejecución, implementación, los materiales logísticos y demás recur-
sos necesarios fueron asumidos íntegramente por las autoras garantizando así la transparencia y objetividad
durante el transcurso de proceso investigativo.
Agradecimientos: A la Universidad Peruana Unión por brindarnos la oportunidad de formarnos profesionalmente,
así mismo, a nuestra asesora Mg. Rita Cordova Soncco por sus valiosas orientaciones, exigencias y compromiso
con la investigación.
Finalmente, expresamos nuestro reconocimiento a todos y cada uno de los profesionales que nos ayudaron
en el proceso, como psicólogos, de igual manera a los estudiantes que participaron voluntariamente en este
estudio, pues su colaboración fue indispensable para esta investigación.
Conflictos de intereses: Las investigadoras declaran no presentar.
Declaración de contribución:
Mayerli Choque Garcia y Rosario del Pilar Quispe Mamani, participaron en todo el proceso de investigación
y relacionado con el artículo, a su vez, con la toda la búsqueda de recopilación de datos, el diseño de la
escala, así como la discusión y la formulación de conclusiones.
Rita Córdova Soncco asesoro el estudio como la aprobación de la versión final.
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
1. Fondo de las Naciones Unidas para la Infancia (UNICEF). Salud mental en adolescentes y jóvenes
en: https://www.unicef.org/peru/media/10616/file/Salud%20menta%20en%20contexto%20COVID19.pdf.
2. Palomino Escriba M. Niveles de ansiedad, estrés y depresión en estudiantes de Psicología de Lima
3.
16(7):e65626. https://doi.org/10.7759/cureus.65626 DOI:10.7759/cureus.65626.
4. Secretaría Nacional de la Juventud (SENAJU). Conoce la situación actual de los más de 7 millones
Disponible en: https://juventud.gob.pe/2023/12/senaju-conoce-la-situacion-actual-de-los-mas-de-7-
millones-de-jovenes-peruanos-de-15-a-29-anos/.
5. Phillips KA, Stein DJ. Trastorno dismórfico corporal. Manual MSD versión para profesionales
https://www.msdmanuals.com/es/professional/trastornos-psiqui%C3%A1tricos/trastorno-obsesivo-
compulsivo-y-trastornos-relacionados/trastorno-dism%C3%B3rfico-corporal.
6. International Society of Aesthetic Plastic Surgery (ISAPS). ISAPS International Survey on Aesthetic/
7. Camacho-Laraña M, Alcalá-Pérez V, Nieves-Alcalá S. Diferencias de género en pacientes con obesidad
DOI: 10.5944/rppc.vol.20.num.3.2015.15892.
8. Giraldo-O’Meara M, Belloch A. El Trastorno Dismórfico Corporal: un problema infra-diagnosticado.
org/7d7f/71bda345c82536868ece39484f25172cba22.pdf. DOI: 10.5944/rppc.vol.22.num.1.2017.17929.
9. Castrillón D, Luna I, Avendaño G, Pérez-Acosta AM. Validación del Body Shape Questionnaire
79810103.
10. Oosthuizen P, Lambert T, Castle DJ. Dysmorphic concern: prevalence and associations with clinical
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.3109/00048679809062719. DOI: 10.3109/00048679
809062719.
11. Wilhelm S, Greenberg JL, Rosenfield E, Kasarskis I, Blashill AJ. The Body Dysmorphic Disorder
Symptom Scale: Development and preliminary validation of a self-report scale of symptom specific
com/science/article/abs/pii/S1740144516300882 DOI:10.1016/j.bodyim.2016.02.006.
12. Berrios GE. Historia de los síntomas de los trastornos mentales: la psicopatología descriptiva desde
el siglo XIX. México: Fondo de Cultura Económica; 2008.
13. Asociación Americana de Psiquiatría. Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales. 5a
ed. Madrid: Editorial Médica Panamericana; 2014.
14. Organización Mundial de la Salud. Clasificación Estadística Internacional de Enfermedades y
Problemas Relacionados con la Salud. 10a ed. Washington D.C.: Organización Panamericana de la
Salud; 1995.
REE 20(2) Riobamba may. - ago. 2026
cc
BY NC ND
89
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
15.
osasunaz/08/08171183.pdf.
16. Cruzado L, Vásquez É, Huavil J. Trastorno dismórfico corporal con desenlace fatal: reporte de un
pdf/379/37919769010.pdf DOI:10.15381/anales.v71i1.73.
17. Cortez D, Gallegos M, Jiménez T, Martínez P, Saravia S, Cruzat-Mandich C, et al. Influencia de
factores socioculturales en la imagen corporal desde la perspectiva de mujeres adolescentes. Rev
18. Muñoz Marín BD, Marín Uribe R, Miranda Medina CF. Dismorfia corporal: instrumentos para su
https://www.revistaretos.org/index.php/retos/article/view/99998 DOI:10.47197/retos.v51.99998.
19. Santos Morocho JL. Psicopatología de la imagen corporal: definiciones, alteraciones, teorías y
1346-1351 Disponible en: https://biblioteca.ciencialatina.org/wp-content/uploads/2023/05/
20. Phillips KA. Understanding body dysmorphic disorder. New York: Oxford University Press; 2009.
21. Phillips KA. Body dysmorphic disorder: advances in research and clinical practice. New York:
Oxford University Press; 2017.
22. Ato M, López-García JJ, Benavente A. Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en
pdf/ap/v29n3/metolologia.pdf DOI:10.6018/analesps.29.3.178511.
23. Pérez ER, Medrano L. Análisis factorial exploratorio: bases conceptuales y metodológicas. Rev Argent
24.
1213 DOI:10.20882/adicciones.1213.
25. Merino Soto C, Livia Segovia J. Intervalos de confianza asimétricos para el índice la validez de contenido:
169-171. Disponible en: https://revistas.um.es/analesps/article/view/71631.
26. Lloret-Segura S, Ferreres-Traver A, Hernández-Baeza A, Tomás-Marco I. El análisis factorial exploratorio
27. Dominguez-Lara S. Una guía amigable de psicometría: análisis factorial exploratorio. Liberabit. 2025
10496047 DOI:10.24265/liberabit.2025.v31n1.963.
28.
en: https://jasp-stats.org/.
29.
2025. Disponible en: https://posit.co/.
30.
Disponible en: https://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S2007505713726954. DOI:10.1016/
S2007-5057(13)72695-4.
31.
php/adicciones/article/view/1576 DOI:10.20882/adicciones.1576.
32. Caballo VE, Salazar IC, Carrobles JA. Manual de psicopatología y trastornos psicológicos. 2a ed.
Madrid: Ediciones Pirámide; 2024.
33. Santos Morocho JL. Alteraciones relacionadas con la imagen corporal: Adaptación y validación de
34.
92021002005 DOI:10.1177/0049124192021002005.
35. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for
en: https://psycnet.apa.org/buy/1996-04469-002. DOI: 10.1037/1082-989X.1.2.130.
36. Reise SP, Bonifay WE, Haviland MG. Scoring and modeling psychological measures in the presence
https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00223891.2012.725437. DOI:10.1080/00223891.2012.
725437.
37. Montañez Benito JR, Palma Usuriaga AY. Propuesta para la elaboración de baremos de un instrumento
38. Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Struct Equ Modeling.
10.1080/10705510701301834. DOI:10.1080/10705510701301834.
39. Cheung GW, Rensvold RB. Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance.
